摘 要 [目的/意义]资金作为社会智库运行的“血液”，其多寡和来源是否稳定将直接影响社会智库的生存与发展。研究筹资能力及其影响因素将为社会智库进一步发展提供有益借鉴。[方法/过程]基于国内外权威智库评价指标体系构建了筹资能力指标体系，通过网络搜集到147家社会智库，采用无放回抽样方法确定21个样本。通过描述性统计、因子分析测算了社会智库筹资能力，采用信度分析检验了指标有效性，通过逐步回归分析了社会智库筹资能力的影响因素。[结果/结论]研究发现，社会智库筹资能力整体较弱，且存在分化现象，人际关系在筹资中依然占主导地位，资金渠道单一且供给不足，亟需拓宽筹资渠道，完善内部筹资机构来提升筹资能力。
关键词社会智库 筹资能力 因子分析 逐步回归 多元渠道
智库已成为当前党和政府科学决策和民主决策的重要支撑，是国家治理体系和治理能力现代化的重要内容，同时也是国家软实力的重要组成部分。十九大报告提出要加强中国特色新型智库建设。社会智库作为中国特色新型智库的重要组成部分，在弥补官方智库不足，搭建政府与公众间的“桥梁”方面具有独特优势。但由于长期处于边缘境地，在发展方面还存有诸多短板，尤其是资金短缺更限制了大多数社会智库的发展。因此，为保障社会智库运行与发展，提高决策咨询能力，亟需对其筹资能力进行探究。当前学界针对社会智库筹资，多是定性的探讨，缺乏数据支撑的量化分析。虽然定性与定量两种方法无孰优孰劣之分，但研究数量方面的“结构失衡”也使得研究缺乏说服力。本研究基于客观数据，测算社会智库筹资能力，采用逐步回归方法探究影响社会智库筹资的主要因素，最后依据研究结论总结提升社会智库筹资能力的相关策略。
1文献回顾
2017年社会智库的纲领性文件《关于社会智库健康发展的若干意见》出台，细化了社会智库的概念内涵和组织特征，为其进一步发展提供了政策支持。但社会智库由于长期处于边缘地位，与其他智库还存有较大差距，尤其是在资金筹集方面。钱再见论述社会智库发展路径时认为，“我国社会智库由于缺乏足够的空间、资金和制度支撑，不仅影响了研究团队的形成，甚至举步维艰。”[1]《2015年中国智库年度发展报告》也指出有一定影响力的社会智库寥寥无几，有些还是“一人智库”[2]。筹资环境方面：李迅认为，资金问题表面上是社会智库的运作问题, 实质上却反映了其发展环境[3]。周荣庭也具有相似观点，由于我国对社会智库的资金来源没有相应的规范和要求, 且捐款制度不完善, 导致社会智库在发展壮大之前缺乏稳定的经费来源[4]。陈升的研究表明，智库研究课题政策契合度、承担政府委托项目及与决策层及决策参与方沟通较好, 资金将更加稳定[5]。在筹资的国外借鉴方面：张旭从慈善文化激励；设计精密的税收减免激励；成熟有序地筛选回馈激励；开放多元的咨询需求支撑分析了美国智库融资市场繁荣活跃的机制[6] 。卢咏指出，美国非营利组织非常发达，智库筹资机制完善，有专业的筹款者联盟、募款学校、募款公司等, 而智库内部也有专门负责筹款的机构[7]。刘红春从“政府 +资本”的双核驱动模式探讨了社会智库资金筹集，并指出除了从主体资格角度解决身份合法性危机外，还要对《企业所得税法》规定的税收优惠条件加以适当的调整。”[8]苗绿和王辉耀从智库公信力、研究成果质量以及智库可持续发展方面剖析了智库多元筹资的必需性[9]。此外，在实施智库多元筹资的同时，社会智库自身也要在筹资的理念、方式和方法上不断创新，实施市场化运作模式，借鉴企业运营经验，提升自身筹资能力。
2项研究[16,20]报道了中药冷热交替浸泡治疗脑卒中后肩手综合征的VAS评分结果。受干预频次不同影响，2项研究间存在较大异质性，且考虑到2项研究数量较少，故只对该指标进行描述性分析，2项研究均表明试验组VAS评分低于对照组，差异有统计学意义(P<0.05)。
2研究指标与样本选取
2.1基于文献和权威指标体系的筹资能力指标选取社会智库筹资能力指标是指在运行过程中与筹资相关的各项指标综合。沈进健指出，美国智库经费来源主要有四个，即基金会、企业财团的资助、私人的捐赠和政府购买服务的拨款[10]。熊励在分析国外智库融资模式中指出，“政府资助、社会捐赠、市场化运作收益、PPP模式和委托研究项目经费是国外智库资金筹集的重要指标”[11]。“国经中心”对美国知名智库的研究显示，美国大多数智库在资金筹集方面形成了国家拨款及政府合同、社会捐赠、市场化运作、国外捐助等多元化筹资渠道[12]。张宁通过研究 “智库与市民社会项目”(TTCSP)的评价指标体系认为，西方国家大多数知名智库的资金来源渠道是基金会、企业、私人捐款和政府合同[13]。金家厚从人际关系角度指出，社会智库身居体制外，相对远离政府决策层，通常依靠“体制内”的“头面人物”举荐获得政府和企业委托的课题[14]。田萍从经济学视角发现，朋友、亲情、同事、同学等人际关系在中国社会交往中能够促进民间智库与公共权力部门联系，获取合同资金[15]。美国前国务卿乔治·舒尔茨(Shultz)认为，著名政治人物与智库在一起为智库的专家们开辟了多种渠道，也为资金筹集提供了便利。王文在研究中国智库“旋转门”时指出，退休高官加盟智库,构筑了智库与政府之间的强大关系网络[16]。此外，社会智库在开展政策研究的同时，也利用自身知识优势开展了不同类型的培训。政府官员和知名人士的加盟也有利于智库资金的筹集。而媒体报道在拓展社会智库影响力的同时也有助于提升公众的认知，从而获取相应的捐赠。
现代企业的管理者和领导者要想继续提升自身的能力和技能，大多通过商学院教育获得，途径相对单一。目前，虽然商学院的发展已经初具规模，但是远远不能满足当前企业的需要，这也是加强商学院人才培养，积极拓展路径的现实需要。商学院的发展必然跟经济体系的发展有着直接的关系，作为经济生活的重要参与者和建构者，商学院的发展与经济发展密切相关，商学院的发展要顺应经济发展的需要和趋势，在人才培养路径上要切合经济市场的需求。
3.2.2 旋转成分矩阵 表4显示，第一公因子政府官员、负责人影响力、知名人士等有较大载荷，可反映出在人际关系应用方面的成果，第二公因子承接项目、支持机构、出版专著等有较大载荷，可以反映出自我积累方面的成果。第三公因子媒体报道、时间和经营项目等有较大载荷，可以反映出在时间累积下，对媒体的应用能力和自身经营能力。
在权威指标体系方面。詹姆斯·麦甘的《全球智库评价体系》将“财务支出水平、质量和稳定性”和“机构的筹资能力”作为资源指标的重要内容。上海社科院智库研究中心在智库成长与营销能力方面将“智库研究经费投入”作为了重要指标。全球智库综合评价指标体系(AMI)由五级指标构成，主要从吸引力、影响力和管理力3个层次进行评价，其中吸引力指标下设了二级指标资金吸引力、三级指标资金值和资金来源、四级指标资金渠道多元化[17]。同时，政府委托研究项目数量、连续出版物、官员的培训项目等既可以提高智库影响力也可从中获取相应的经济收入。
结合上述权威指标体系和文献，在指标构建原则上，本研究遵循，直接指标和间接指标相结合、主观评价与客观评价相结合、学术价值与社会效益相结合、科学性与易操作性相结合、专家评价与科研管理部门评价相结合的原则[18]。并依据数据可得性、指标设计的可操作性和系统性原则构建社会智库筹资能力指标体系。此外，在具体指标的选择上还需一些有效的方法才能保障选择的正确性。一是经验判断方法，即根据以往对文献和相关指标设计体系的阅读所积累的经验来选择指标。尤其是在文献较少，或没有公认的指标体系时不失为一种有效的指标选择方法。二是权威文献尊重法，这种方法就是找到权威的指标体系作为参考，根据研究需要结合权威指标体系选择指标[19]。在此基础上，结合学界研究和权威指标体系从人际关系维度、自我积累维度、媒体宣传和协同合作四方面构建指标体系，指标及说明如表1所示。
表1社会智库筹资能力指标体系及说明
一级指标二级指标指 标 说 明人际关系政府官员社会智库内拥有在任或退休政府官员的数量知名人士样本智库内拥有的权威专家、教授以及知名企业负责人等智库负责人影响力智库负责人曾在政府部门内的行政级别,其定量依据为(国家级对应数值5,部级或副部对应数值4,厅级为对应数值3,处级对应数值2,无行政级别对应数值1)自我积累经营项目智库自创的一些收费性培训项目的数量总和出版专著社会智库研究专著的出版数量和杂志数量承接项目包括承接的政府项目和社会委托的项目时间样本社会智库自成立到现在(2017年)媒体宣传媒体报道样本社会智库被媒体报道的次数协同合作支持机构社会智库的会员单位以及其它资助或合作的单位
表7变量输入输出表给出了每一步进入回归方程的变量和剔除的变量以及采用多元回归的方法和准则。表7显示，本次回归分2步完成，共引入了2个变量，分别是政府官员和知名人士，采用的准则是显著性概率P<0.05时变量进入方程，P>0.1时变量则被剔除。
(1)
式(1)中，N表示总体单位数。将置信度设置为 95%，在该置信水平下的概率度 t 为 1.96；σ设定为 0.5；Δx极限抽样误差为0.2。经计算得出应选取样本20.6家，共选取样本21家，占样本总数的14%，一定程度上可保障研究的准确性。在样本选取上，有以下几点要求：第一，所选样本必须符合稳定性特征。第二，所选样本必须具备决策咨询性特征，即社会智库作为政策研究和咨询的机构，必须具备研究的前瞻性和政策导向性。第三，所选样本依据数据可得性原则(通过网络可查询到该智库的详细信息，拥有完备的网站，并及时更新网站数据)和影响力大小兼顾的原则。在上述样本总量中选取了21家符合上述标准的社会智库(即上海华夏社会发展研究院、中国与全球化智库、21世纪教育研究院、九鼎公共事务研究所、中欧陆家嘴国际金融研究院、北京方迪经济发展研究院、中国国际经济交流中心、上海发展研究基金会、世界与中国研究所、北京大军智库经济咨询有限公司、中国(海南)改革发展研究院、综合开发研究院(中国·深圳)、中国经济50人论坛、洪范法律与经济研究所、中国金融40人论坛、江厦智库、零点有数科技、察哈尔学会、上海金融与法律研究院、自然之友、盘古智库)。
数据来源于四个途径：一是从各样本社会智库网站、样本智库的微博和微信公共平台中获取相关数据与资料；二是从智库负责人公开发表的关于样本社会智库的文章中搜集相关信息；三是从智库主要负责人的微博、博客、微信公众号中搜集信息(这些渠道获取的数据均是社会智库公开发布的数据，微博、微信等均是实名制，数据来源真实、可靠)；四是全面考虑数据的客观性、权威性，并注重同一指标搜集时间的一致性。此外，还采取二次文献、统计年鉴以及相关辅助文献的查询来获取研究数据。
3社会智库筹资能力及其影响因素
3.1样本描述为呈现筹资能力指标数据间的差异，本部分以搜集到的指标数据为基础进行描述性统计，分析结果见表2。
表2显示，a.在出版物方面，各样本社会智库间差距较大，出版专著的极大值为290本，最少为5本，峰度为16.267，说明这一指标中存有极端值。b.经营项目通常被作为智库的额外收入，表2中最多开设了8个经营性项目，最少的为0，均值为2.67。这一指标中均值并不高，大多数社会智库可以达到，可以通过开设盈利性项目来筹集资金。c.支持单位方面，最大值为98个支持单位，最小值为0，均值为23.1。表明大多数社会智库没有达到均值，极端值较多，说明在资金支持方面，各支持机构的作用力不同，有些社会智库支持机构是其主要资金来源，有些则不是。d.承接项目指标间差距非常大，最大值为985项，最小值为0。说明在样本中存在有社会影响力非常大的社会智库，也存在影响力非常小的社会智库，验证了当前我国社会智库发展不均衡；承接项目的峰度为15.604，验证了这一指标中有较多极端值。e.媒体报道在拓展社会智库知名度、提升其影响力方面具有重要作用，知名度和影响力的提升也可间接提升社会智库筹资能力，数据分析显示，媒体报道的极大值和极小值间差距太大，均值为403.29次，大多数社会智库的媒体报道次数低于均值，这也表明大多数社会智库的知名度和影响力较低，从而影响到筹资能力。f.知名人士指标的极端值较多说明了社会智库间存在严重的发展失衡，大多数社会智库由于知名度或资金等方面的原因难以吸引知名学者的加入。g.政府官员方面，均值为12.14，偏度为1.271。说明政府官员低于均值的社会智库占大多数，同时也表明社会智库对政府官员的吸纳能力不同。h.智库负责任人影响力指标数据低于均值，也就是说，大多数社会智库负责人并没有从政经历，同时也不具备利用这一资源的能力。i.时间方面，均值14.67，最小值为2年。表明了我国社会智库在成立时间差异较大。这主要与社会智库所处的政策环境有关，在中国特色新型智库建设这一战略提出前，政府并未对其提供更多的政策支持，相反还设置了一些限制性措施，如“双重管理”和名称规范等。
表2社会智库筹资能力各指标数据的描述性统计
N极小值极大值均值标准差偏度峰度指标名称统计量统计量统计量统计量统计量统计量标准误统计量标准误出版专著21529040.4360.3723.8570.50116.2670.972经营项目21082.672.6140.8490.501-0.1330.972支持机构2109823.1023.3061.8970.5014.4850.972承接项目21098584.38220.0773.8600.50115.6040.972政府官员2104312.1413.3161.2710.5010.7770.972知名人士2147324.6719.0981.0990.5010.5030.972媒体报道2101362403.29376.4401.1980.5010.9010.972负责人影响力21152.671.528-0.1170.501-1.9260.972时间2122714.677.6700.0430.501-1.3040.972
十九大报告中明确提出“培养造就一支懂农业、爱农村、爱农民的‘三农’工作队伍”［1］。基层农技人员队伍是“三农”工作队伍的重要组成部分，他们长期扎根基层、切实服务“三农”，是培育造就有文化、懂技术、会经营的新型职业农民，发展现代农业、实施乡村振兴战略的重要力量。台州科技职业学院作为浙江省九大现代农业技术培训基地之一，承担浙江省基层农技人员知识更新培训任务。基于往年培训中发现有基层农技人员在培训课间流露对自身职业存在倦怠感的情况，而开始关注我省基层农技人员的职业状态，并着手开展调研，探究其真实职业现状、挖掘倦怠原因、有针对性地提出相关建议。
3.2筹资能力测算为进一步对各样本社会智库筹资能力进行总体判断，提升研究结果的客观性，本部分以上文指标体系为基础，借助SPSS19.0，采取因子分析方法对构建的筹资能力指标体系进行量化分析。为避免分析结果受测量量纲的影响，先要对数据进行标准化处理。对数据的标准化处理本研究选择了Z标准化方法，公式如下：
本组筛查对象发现肺内阳性结节随着年龄增长，出现的几率也升高，发现的3类和4类结节中45岁以上占绝大对数。所以建议45岁以上的成人用低剂量螺旋CT扫描替代胸片作为常规体检项目，从而应用于肺结节的筛查。如果低剂量CT扫描发现了可能恶性的结节，及时告知临床进行处理，从而避免结节的进一步发展，实现肺癌的早发现及早期处理。
(2)
式(2)中xi是该变量的样本值，为样本平均值，S是样本标准差。Z标准得分表示一个变量值与该变量的平均值之差是标准差的倍数[21]。在因子分析前，首先对各指标进行KMO分析和Bartlett球形检验，(KMO取值在0～1之间，该值大于0.5就可进行因子分析)。在SPSS计算过程中，KMO值为0.667，大于0.5适合做因子分析，Bartlett检验值sig<0.001，表明这些变量间存有公共因子[22]。采取主成分分析法，设置提取特征的值为1进行因子萃取，分析结果如下:
3.2.1 解释的总方差 从表3解释的总方差可看出，基于特征值大于1，提取了3个公因子，第一公因子特征值为3.837，解释了原有指标总方差的42.633%；第二公因子特征值为1.525，解释了指标总方差的16.947%；第三公因子特征值为1.208，解释了指标总方差的13.422%。三个因子共解释了原有指标总方差的73.002%，表明提取的公因子较好地保留了原始信息。
表3解释的总方差
成分 初始特征值 提取平方和载入 旋转平方和载入 合计方差的 %累积 %合计方差的 %累积 %合计方差的 %累积 %13.83742.63342.6333.83742.63342.6333.31736.85736.85721.52516.94759.5801.52516.94759.5801.69918.87655.73331.20813.42273.0021.20813.42273.0021.55417.26973.00240.8369.28882.29050.5796.43688.72560.4114.57193.29670.3353.71797.01480.1731.92898.94190.0951.059100.000
提取方法：主成分分析
2) When both generators are faulty, the auxiliary generator will work, and the loads connected to the two faulty generators will be transferred to the auxiliary electricity device through breaker;
3.2.3 因子值计算与分析 通过方差贡献率和各样本智库的主因子载荷，可得出21家样本社会智库的综合得分，结果见表5(各公因子得分和总得分)，综合得分的计算公式如下：
表4旋转成分矩阵
成分因子123Zscore:政府官员0.9150.271-0.032Zscore: 负责人影响力0.7510.094-0.114Zscore:经营项目0.4800.1970.646Zscore:承接项目-0.3070.6930. 147Zscore:支持机构-0.0040.8120.116Zscore:媒体报道0.4940.1680. 550Zscore:知名人士0.6990.554-0.309Zscore:时间因素-0.1800.1080.871Zscore:出版专著0.6070.6910.056
提取方法 :主成分分析法。旋转法 :具有 Kaiser 标准化的正交旋转法。a. 旋转在 9 次迭代后收敛
y=0.836x4-0.5x5
(3)
表5筹资能力公共因子得分与综合得分一览表
排序公因子得分与综合得分FAC1FAC2FAC3zF“中改院”2.39039-0.163212.630761.3“国经中心”2.240550.09308-1.507850.58中国与全球化智库1.357190.25434-0.322850.495中国经济50人论坛0.029872.84596-0.350920.49综合开发研究院0.46457-0.814941.444490.27中国金融40人论坛0.362610.60546-0.192540.21“零点”-0.647941.756230.541770.18察哈尔学会0.702280.51814-1.286730.14上海金融与法律研究所-0.03331-0.295820.22164-0.03自然之友-1.22521.369940.60915-0.09北京方迪经济发展研究院-0.05571-1.012540.51985-0.12中欧陆家嘴国际金融研究院0.12896-1.00383-1.101-0.22上海发展研究基金会-0.822530.190250.30414-0.25洪范法律与经济研究所-0.22554-0.48794-0.41057-0.2721世纪教育研究院-0.34451-0.790290.01117-0.29九鼎公共事务研究所-0.71462-0.173320.02975-0.33盘古智库-0.19724-0.39664-1.31337-0.37世界与中国研究所-0.98443-0.940610.68977-0.42江厦智库-0.35113-0.74515-1.14656-0.47“大军智库”-1.01033-0.9367-0.2449-0.59
从因子分析的主成分分析中可看出，第一公因子是3个相互关联的指标，第二公因子也是3个相互关联的指标，第三公因子是与第一和第二公因子相比而较独立的3个指标。综合来看，评价社会智库筹资能力的指标可包括政府官员、知名人士、支持机构、负责人影响力、承接项目、经营项目、媒体报道、时间因素、出版专著。此外，在指标有效性检验方面，社会智库筹资能力指标体系检验的Cronbach's alpha系数为0.777，大于0.7的标准。也表明指标体系能有效反映社会智库筹资能力的状况。
表5显示了因子分析的各公因子得分和总得分，并进行了排序，综合得分显示，社会智库筹资能力整体偏弱，综合得分大于0的仅有8家，占样本总数的38%。其中得分最高的为1.3分，得分最低为-0.59。说明社会智库在筹资能力上存在分化现象。排序显示，一些知名度和影响力较大的社会智库筹资能力明显高于知名度较低的社会智库。此外，本研究依据指标体系和相关数据的计算得出的社会智库排序与《2018中国智库报告——影响力排名与政策建议》中社会智库类排名情况基本一致，表明本部分指标选取的客观性与有效性。
3.3筹资能力的影响因素分析
为了分析改善“一带一路”东道国基础设施的中国OFDI带给母国即中国经济增长多大程度的影响，以及东道国各项制度在这一问题上是否均存在“门槛效应”，本文建立式(4)。
表6筹资机制各指标的相关系数矩阵
ZX1ZX2ZX3ZX4ZX5ZX6ZX7ZX8ZX9ZX1Pearson相关性10.559∗∗0.1810.611∗∗0.565∗∗0.2640.456∗0.2510.369显著性(双侧)0.0080.4320.0030.0080.2470.0380.2720.100ZX2Pearson相关性0.559∗∗10.0970.3040.621∗∗0.457∗0.4290.321-0.071显著性(双侧)0.0080.6750.1800.0030.0370.0520.1550.761ZX3Pearson相关性0.1810.0971-0.0290.2020.2540.4240.1910.063显著性(双侧)0.4320.6750.9010.3800.2660.0560.4080.785ZX4Pearson相关性0.611∗∗0.304-0.02910.525∗0.0200.1940.475∗0.179显著性(双侧)0.0030.1800.9010.0140.9310.3980.0300.437ZX5Pearson相关性0.565∗∗0.621∗∗0.2020.525∗10.622∗∗0.667∗∗0.705∗∗-0.158显著性(双侧)0.0080.0030.3800.0140.0030.0010.0000.494ZX6Pearson相关性0.2640.457∗0.2540.0200.622∗∗10.541∗0.435∗-0.185显著性(双侧)0.2470.0370.2660.9310.0030.0110.0490.421ZX7Pearson相关性0.456∗0.4290.4240.1940.667∗∗0.541∗10.3620.105显著性(双侧)0.0380.0520.0460.3980.0010.0110.1070.651ZX8Pearson相关性0.2510.3210.1910.475∗0.705∗∗0.435∗0.3621-0.100显著性(双侧)0.2720.1550.4080.0300.0000.0490.1070.668ZX9Pearson相关性0.369-0.0710.0630.179-0.158-0.1850.105-0.1001显著性(双侧)0.1000.7610.7850.4370.4940.4210.6510.668
**表示显著性水平P<0 .01。*.表示显著性水平P< 0.05
表6呈现了各指标间的相关关系：a.承接项目与政府官员、负责人影响力和出版专著间存有明显的正相关(政府官员和负责人影响力的相关系数r=0.525、0.475，P<0.05，出版专著的相关系数r=0.611，P<0.01)。b.智库负责人影响力与承接项目呈正相关，主要因为本研究在指标设定过程中将负责人影响力进行了行政等级划分，不同的级别往往意味着不同的资源获取能力。此外，承接项目通常会以论文、专著或报告来结项，因此与出版专著间存在正相关性。c.出版专著与经营项目、承接项目、政府官员和媒体报道间也存有正相关性(经营项目的相关系数r=0.559，P<0.01，承接项目相关系数r=0.611,P<0.014，政府官员相关系数r=0.565，P<0.01，媒体报道的相关系数r=0.456，P<0.05)。表明样本社会智库可通过开展培训班将所讲授的课程编辑成书出版，以增加收入。社会智库通过举办会议和论坛时也会吸引媒体对这些专著进行报道。通过承接项目、出版相关专著等。d.经营项目还与政府官员和知名人士存有正相关关系(政府官员相关系数r=0.621，P<0.01，知名人士的相关系数r=0.457，P<0.05)。这主要因为政府官员的存在可为开设“培训班”办理各种手续提供便利。借助知名人士的影响力来提高培训项目的档次以吸引学员。e.支持机构与媒体报道存在相关性(P<0.05)。表明社会智库通过媒体报道可吸引一些社会企业对其支持。f.时间与其他指标间不存在正相关性(P>0.05)。这可能由于我国社会智库在成立时间上存有较大差异造成的，样本描述中也显示，时间的最大值为27年，最小值才2年。
3.3.2 筹资能力的回归分析 以社会智库筹资能力综合评价指标为基础，为探寻对社会智库筹资能力影响最显著的变量，需构建多元回归方程，但在指标较多的情况下，容易引发多重共线性问题，本部分选取了逐步回归的方法。该方法的基本思想是通过筛选、将全部自变量按照对因变量作用的大小、显著程度等从大到小逐次引入方程，自变量对因变量不显著的将不被引入方程。在自变量的引入过程中，每引入一个变量后都要进行F检验，如果判定这个变量通过显著检验，则将该因素归入回归方程中，否则将其删除，以保障在引入新的自变量前回归方程中的所有自变量对因变量是显著的。由于本部分指标较多，采用进入式回归方法，难免会引起变量间的干扰，从而降低回归的准确性。而逐步回归可在研究中剔除不重要变量，避免了自变量间的干扰，不仅可提高计算效率还可筛选出最显著变量，提升回归模型的准确性。多元线性回归模型的数学表达式如下：
3.3.1 相关性检验 为探寻哪些因素影响了社会智库筹资能力，本部分将对各指标数据进行相关性分析，相关分析的功能在于可通过初始数据对变量间的关系进行判定，判断变量间是否存在相关性，若存有相关性则通过其他方法进行因果检验。本部分所用数据均经过标准化处理，在标准化过程中承接项目指标中出现异常值(综合改革发展研究院和“方迪智库”)未纳入分析中。为研究方便，将出版专著命名为X1、经营项目X2、支持机构X3、承接项目X4、政府官员X5、知名人士X6、媒体报道X7、负责人影响力X8、时间X9。相关系数矩阵见表6。
历代鸿儒对“权”之阐释表明，“权”是在具体的情景下，采取针对性的措施或者方法，需因地制宜，因时制宜。亦即权是对经的反叛。但行权有度。如董仲舒《春秋繁露·玉英》中说：“夫权虽反经，亦必在可以然之域。”权虽然是反经的，但是权是在允许的、正确的范围之内，行权的结果需要对事物本身有益。在这一点上，余治平（2008）曾指出，“权”的实施，不能是没有边际的，而应该以一定的“经”为前提、为背景。岳天雷（2013）也曾说，“权”作为权衡轻重利弊的智慧和灵活变通的方法，是儒家政治哲学、道德哲学和历史哲学的重要内容。
Y=β0+β1x1+β2x2+β3x3,…+βpxp+ε
(4)
(4)式中，Y是被解释的变量，β0，…βp是p+1个未知参数，β0称为回归常数，β1、β2、β3…βp称为回归系数。x1、x2、…、.xp是P个可供测量与控制的自变量，ε是随机误差，其满足条件是ε-N(0，σ2)。
依据上述相关系数矩阵对各指标的分析，以搜集到的指标数据(标准化处理后的数据)为依据对变量进行确定。在因变量选择方面，调研显示，由于支持机构资金捐赠数额不同，且具有不确定性，经营项目和出版专著方面的收入又较少。但在承接项目方面，大多数社会智库愿意公开，且数额较大，承接项目的多少一定程度上还可代表智库影响力和筹资能力。因此，本部分选取了承接项目作为被解释变量Y。依据上述相关系数矩阵的分析结果，选取自变量出版专著命名为x1、经营项目x2、支持机构x3、政府官员x4、知名人士x5、媒体报道x6、负责人影响力x7。建立多元回归方程，并利用SPSS19.0统计软件对方程进行分析，输出结果见表7、表8、表9和表10。
3存在一些不科学的倾向性。不考虑当地的实际、当地地理环境特点和树木生物学特性，盲目引进外地树种和重名贵品种轻乡土品种，重人工造景轻自然景观，重草轻树，造成引种失败和病虫害大发生。
2.2样本选择与数据来源本研究以谢曙光和蔡继辉主编的《中国智库名录2015》和“中国网”对社会智库的数目统计为基础，并结合其他渠道的搜集对社会智库的数量进行整理和汇总。经整理和统计，社会智库共147家(其他渠道搜集了7家社会智库分别是：千人智库、群贤智库、凤凰国际智库、草根智库和长城企业战略研究所、重庆民间智库和中国能源资源发展论坛)。对其进行无放回简单抽样，样本容量n的计算方法，公式如下:[20]
表7变量输入输出表
模型输入的变量移去的变量方法1Zscore:政府官员0.步进(准则: F-to-enter 的概率 ≤0.050,F-to-remove 的概率 ≥ 0.100)。2Zscore:知名人士0.步进(准则: F-to-enter 的概率 ≤0.050,F-to-remove 的概率 ≥0.100)。
因变量: Zscore: 承接项目
表8模型概要
模型RR2调整 R2标准估计的误差10.525a0.2760.2380.1201613920.655b0.4290.3660.10961240
a.预测变量: (常量), Zscore: 政府官员。b. 预测变量: (常量), Zscore: 政府官员, Zscore: 知名人士。c. 因变量: Zscore: 承接项目
表8为模型概要，给出了回归方程的常用统计量，复相关系数R反映了回归模型自变量x与因变量y之间线性回归的密切程度。表8显示，随着自变量个数的增加，R2系数值也不断增加，估计的标准误差也逐渐降低。通常意义上调整后的R2往往能更准确地反映模型拟合度，调整后R2系数值越大拟合度越好。模型2中调整后的R2值为0.366，表明因变量y与自变量x的相关系数较高，说明引入方程的自变量具有一定效果，拟合度也较好。
表9给出了回归拟合过程中每一步的方差分析结果，回归平方和、残差平方和以及自由度等。方差分析结果表明，当预测因子为政府官员和知名人士时，检验值F=6.770，显著性概率sig=0.006<0.01,说明自变量x4和x5的回归系数不为零，回归方程具有统计学意义。
表9方差分析表
模型平方和df均方值F检验显著性水平1回归值0.10510.1057.2450.014a残差值0.274190.014总计0.379202回归值0.16320.0816.7700.006b残差值0.216180.012总计0.37920
a.预测变量: (常量), Zscore: 政府官员。b. 预测变量: (常量), Zscore: 政府官员, Zscore: 知名人士。c. 因变量: Zscore: 承接项目
表10系数表中给出了标准化和非标准化的回归系数，t检验值,sig显著性水平，B为95%置信区间，偏回归系数等。在逐步回归中，偏回归系数平方和判断自变量X对因变量Y的影响程度，自变量偏回归系数平方和越大，表明这一变量对因变量的影响越大。
表10模型系数
模型非标准化系数标准系数B标准误差试用版t检验显著性概率1(常量)-0.2540.026-9.6730.000Zscore:政府官员0.0720.0270.5252.6920.0142(常量)-0.2540.024-10.6040.000Zscore:政府官员0.1150.0310.8363.6780.002Zscore:知名人士-0.0690.031-0.500-2.1980.041
因变量: Zscore: 承接项目
模型2给出了最终的回归系数估计值，综合上述信息，可得到如下回归方程：
用户权限管理——系统管理员可以对系统包含的角色和权限进行管理，如查看系统所包含的所有权限、添加删除权限、添加删除角色、给角色添加删除权限等。
zF=0.369*FAC1+0.188*FAC2+0.172*FAC3
(5)
自变量在任或退休政府官员和知名人士的标准系数分别为0.836和0.5，说明政府官员在社会智库的资金筹集过程中的作用大于知名人士，t检验中政府官员和知名人士的显著性P<0.05，均具有显著意义。在其他变量不变情况下，自变量政府官员改变一个单位，y将改变0.836个单位；自变量知名人士改变一个单位，y将改变0.5个单位。这一方面表明社会智库资金筹集对智库内部的政府官员和知名人士还存有依赖，另一方面则表明有利于社会智库筹资的外部环境尚未完善。
其他自变量如支持机构、媒体报道、负责人影响力、出版专著，经营项目，这些自变量在逐步回归过程中均未被纳入回归过程，主要在于逐步回归中设定的输入和输出变量遵循的准则是显著性概率P<0.05时变量进入方程，P>0.1时变量被剔除。显然，这些自变量未能达到这一准则而在逐步回归中的某一步被剔。
4结论及启示
4.1研究的结论 本研究依据社会智库筹资能力指标体系，在样本和数据的支持下，采用因子分析法对社会智库筹资能力进行了测算，得出了各个公因子得分和总得分，发现当前社会智库在筹资能力方面存在明显的分化现象。采用Cronbach's alpha系数检验了指标体系的有效性。利用逐步回归探究了影响社会智库筹资能力的因素。回归分析显示，社会智库的内部筹资能力较弱，出版专著、经营项目、承接项目方面的能力不足，对外部加盟的政府官员和知名人士存有依赖。
第一，知名人士参与对拓宽社会智库筹资渠道具有正向推动作用。回归分析显示，知名人士与因变量承接项目的标准化回归系数为0.5，P<0.05。这主要在于知名人士在加盟社会智库后，利用自身关系网络为资金筹集提供了便利。
第二，在任或退休政府官员加盟对社会智库资金的筹集具有正向推动作用。政府官员与出版专著的相关系数r=0.565，P<0.01、与承接项目的相关系数r=0.525，P<0.05。表明政府官员在社会智库资金筹集中具有一定作用，尤其是在承接项目方面。回归结果显示，政府官员的标准化回归系数为0.836，P<0.01，资料搜集显示，一些内部政府官员较多，行政级别较高的社会智库通常能承接较多政府或其他组织的委托项目。
第三，支持机构一定程度上可为社会智库提供资金支持，但在逐步回归中，由于不符合准则(显著性概率P<0.05时变量进入方程，P>0.1时变量被剔除)而未被纳入方程。这主要是样本社会智库拥有的支持机构数量差异较大造成的，但这并不能排除合作单位对社会智库的资金筹集具有支持作用，尤其是在社会智库成立初期。察哈尔学会高级研究员柯银斌也指出，“察哈尔学会每年举办约23场活动，目前99%的活动是与其他机构合作开展”[23]。
第四，资金来源渠道单一且供给不足，亟待建立多元筹资渠道。逐步回归结果显示，仅有政府官员和知名人士的回归效果显著。一方面表明社会智库在资金筹集中对内部的政府官员和知名人士存有依赖，人际关系在社会智库筹资方面依然起主导作用。另一方面则表明当前我国社会智库的多元化筹资渠道远未形成。数据搜集显示，出版收入、个人捐赠以及研究人员筹资方面的收入还较少。部分社会智库虽有一定的资金来源，但渠道却相对单一，如察哈尔学会主要是6家赞助单位，中国与全球化智库的资金主要来自于理事单位。此外，部分社会智库的资金还来源于国外基金会支持，但近年来，由于政府对国外非政府组织管理的法治化逐渐提升，也导致国外基金会开始调整对社会智库的资助额度或停止支持。
（1）水银温度计用于检测物料与沥青的混合料出厂和运送到现场的温度，并且其插入深度应大于150mm。在卡车侧面的中间设置一个专用的温度的检测孔，该孔距离车厢底部约300mm。
4.2研究的启示基于上述结论，社会智库筹资能力的提升尚需从如下方面着力：
4.2.1 发挥资源互补优势，拓展多元筹资渠道 社会智库的独立地位与接地气的研究态度，一定程度上弥补了官方智库的不足。政府应当为有价值和高质量的研究成果提供经费支持，并健全与此相关的激励和考核机制。对具有一定社会影响力，创新性强的社会智库，政府可通过PPP模式(公共部门与私营部门合作的模式，熊励等学者认为，智库的PPP模式主要是指通过政府与智库签订咨询合同，政府给予研究经费或让渡研究成果收费权，智库提供咨询服务获取声誉资本)对其指派项目。此外，社会智库还需与官方智库、高校智库以及企业等建立协同合作关系，实现优势互补。
第一，拓展与官方和高校智库的筹资渠道。据统计，在中国的智库格局中，官方或半官方智库占我国智库总数的95%。这意味着，这两类智库在我国的政府决策咨询市场中占据了主导地位，资源存量也不容小觑。如“中国社会科学院，2016年度收入预算总计230 263.54万元，中央财政拨款占比超过88%。”[9]高校智库大多属高校下属机构，经费来自高校专项资金或政府财政拨款。社会智库与其合作，可通过项目合作的方式承接这两类智库的子课题来获取经费支持。官方智库和高校智库与社会智库合作，一是可提升自身研究的客观性，二是作为智库的主导者，也回应了新时代下中国特色新型智库体系建设的要求。
第二，拓展与企业的筹资渠道。中国民营企业众多，但具有咨询意识的寥寥无几，这与国外企业动辄求教于智库的常态化思维对比鲜明。正如仲大军先生所说，社会智库资金来源的主要渠道应当是政府和企业。如果政府部门、企业界今后能转变观念，与社会智库合作，那么用不着公益资金，社会智库也可以发展壮大。在公众对社会智库认识不断增强的情形下，社会智库可寻求社会上的知名企业、基金会、慈善家等与之建立良好关系，构建稳定的“资金蓄水池”。一是与有意向的企业签订长期的战略合作协议，为企业的运行提供全方位指导，助其制定中长期发展规划。二是承接企业的培训工作。
何良诸心里悲哀，矿工和家属们，要求太低了。何良诸在人堆里，看见了驼子。驼子一气喝下两碗肉汤，又起身，歪歪趔趔地去舀汤，勺子刮得夸嚓夸嚓响，把碎骨头捞进碗。驼子见何良诸瞅他，阴阳怪气道：“我咋闻着生人味了。”
4.2.2 完善内部筹资机构，鼓励内部人员筹资 多元筹资渠道虽可为社会智库的资金筹集提供便利，但在与各外部主体沟通中，显然还需要一个专门的机构，这一机构一般要由智库内的专业管理人员负责，当然也可包括智库的主要负责人和权威专家兼职参与资金的筹集。他们通常具有丰富的资金筹集和管理经验，同时还具备广泛的人脉关系。社会智库可利用这一优势来争取研究课题，承担咨询项目。该机构成立的同时还需要制定专门的规则条例和制度，建立专门的执行团队，形成有效的激励机制，设置专门的监督机构。建立完善的信息公开平台，接受社会公众的监督。还可借鉴国家课题的资金管理办法对内部资金实施严格管理，提高利用率。为消除公众的捐赠疑虑，筹资机构可通过网络、媒体、报纸等媒介向外界公布资金的使用明细。此外，鼓励内部非研究人员进行筹资，如布鲁金斯学会研究人员和非研究人员各占一半，其中非研究人员大多数都负责为智库筹资，纯行政工作人员极少。社会智库亦可借鉴其经验，鼓励内部人员利用自身的关系网络，为社会智库提供筹资信息或直接筹资。
采用SPSS20.0统计学软件，计量资料采用（均数±标准差）表示，计数资料采用百分比表示，组间比较采用独立样本t检验或χ2检验，以P＜0.05认为差异有统计学意义。
参考文献
[1] 钱再见．当代中国民间思想库及其功能实现路径研究[J]．行政论坛，2013(5)：54-31．
[2] 王斯敏．2015年中国智库年度发展报告[M]．北京：社会科学文献出版社，2016：189．
[3] 李 迅.我国社会智库资金筹集:渠道、影响因素和机制构建[J]．智库理论与实践，2018(2):1-8.
[4] 周荣庭，徐 盼. 我国社会智库有效发展策略研究[J]．电子科技大学学报，2017(5):27-33.
[5] 陈 升.社会智库运行机制与影响力:国内四个案例的比较研究[J].情报杂志，2018，37(9):1-6.
[6] 张 旭.智库背后的资本力量——美国智库筹资市场及其制度分析[J].情报杂志，2018，37(5)：6-12,5.
[7] 卢 咏.第三力量——美国非营利机构与民间外交[M].北京:社会科学文献出版社, 2011.
[8] 刘红春.我国社会智库健康发展的几个思路[J].理论探索，2017(3):115-121.
[9] 苗 绿，王辉耀.中国智库资金来源多元化初探[J].科学与管理，2017(4):11-14.
[10] 沈进健．美国智库的形成、运作和影响[J]．中国社会科学评价，2016(2)：13-37．
[11] 熊 励，陆 悦．中国智库融资模式的研究——来自国际知名智库的启示[J]．智库理论与实践，2016(1)：62-67．
[12] 中国国际经济交流中心赴美考察团.美国全球知名智库发展现状与启示[N].光明日报, 2016-08-10 (016).
[13] 张 宁. TTCSP对中国智库评价和发展的启示[J].中国高校科技，2018(Z1):96-100.
[14] 金家厚．民间智库发展：现状、逻辑与机制[J]．行政论坛，2014(1)：56-61.
[15] 田 萍．经济学视野下的中国民间智库：问题与出路[J]．广西社会科学，2015(4)：99-107．
[16] 王 文．善用退休高官打造中国“旋转门”[J]．对外传播，2014(6)：37-39．
[17] 荆林波.智库评价方法综论[J].晋阳学刊, 2016 (4) :134-143.
[18] 邱均平，任全娥．我国人文社会科学研究成果评价研究进展[J].情报资料工作，2006(4)：10-15．
[19] 吴 强，梁 樑．基于文献聚合分析的科技竞争力指标体系研
究[J].科学学研究，2005(S1)：73-79．
[20] 汤 杰，郭秀颖．市场调查与预测[M]．哈尔滨：哈尔滨工业大学出版社，2011：61-62．
[21] 张红兵．SPSS宝典[M]．北京：电子工业出版社，2007：125．
[22] 吴明隆.问卷统计分析务实:SPSS操作与应用[M].重庆:重庆大学出版社, 2010.
[23] 谢寿光.智库评论(第1辑)[A]//钟 欣，周弈风．中国社会智库发展模式及功能——以察哈尔学会为例[C]．社会科学文献出版社，2015：39-59．
ResearchontheFinancingAbilityofSocialThinkTanksandItsPromotionStrategies
Yang Baoqiang Zhong Manli
(School of Economics and Management, Hainan Normal University, Haikou 571158)
Abstract[Purpose/Significance]As the "blood" of the operation of social think tanks, the amount and source of funds will directly affect the survival and development of social think tanks. Studying the financing ability and its influencing factors will provide useful reference for the further development of social think tanks. [Method/Process]Based on the evaluation index system of authoritative think tanks at home and abroad, the index system of financing capacity was constructed. 147 social think tanks were collected through the network, and 21 samples were determined by non-return sampling method. Through descriptive statistics and factor analysis, the fund-raising ability of social think tanks is estimated, the reliability analysis is used to test the effectiveness of the indicators, and the factors influencing the fund-raising ability of social think tanks are analyzed by stepwise regression.[Result/Conclusion]The research finds that the financing capacity of social think tanks is weak as a whole, and there is a phenomenon of differentiation. Interpersonal relationship still plays a dominant role in financing. The financing channels are single and insufficient. It is urgent to broaden the financing channels and improve the internal financing institutions to enhance the financing capacity.
Keywordssocial think tank financing ability factor analysis stepwise regression multiple channels
收稿日期：2019-03-09 修回日期：2019-05-27
基金项目：海南省自然科学基金青年项目“国际旅游岛建设背景下的智库运行机制实证研究”(编号：718QN242)。
作者简介:杨宝强(ORCID：0000-0002-8390-4085)，男，1985年生，博士，讲师，研究方向：公共政策量化分析；钟曼丽(ORCID:0000-0003-3359-4979)，女，1980年生，博士，副教授，研究方向:政府发展与社会政策。
中图分类号C932
文献标识码A
文章编号1002-1965(2019)07-0055-08
引用格式杨宝强,钟曼丽.社会智库筹资能力及其提升策略研究[J].情报杂志，2019，38(7)：55-62，34.
DOI10.3969/j.issn.1002-1965.2019.07.010
(责编/校对：刘影梅)
标签：社会论文; 指标论文; 能力论文; 政府官员论文; 知名人士论文; 社会科学总论论文; 管理学论文; 咨询学论文; 《情报杂志》2019年第7期论文; 海南省自然科学基金青年项目“国际旅游岛建设背景下的智库运行机制实证研究”(编号:718QN242)论文; 海南师范大学经济与管理学院论文;